王新華

（武漢工業(yè)學院 經(jīng)濟與管理學院，武漢 430023）

我國糧食進出口、國內(nèi)糧價與國際糧價的互動關系研究

王新華

（武漢工業(yè)學院 經(jīng)濟與管理學院，武漢 430023）

文章基于VAR模型對我國糧食進出口、國內(nèi)糧價、國際糧價之間的關系進行實證研究。結果表明，國際糧價對國內(nèi)糧價影響較大，而國內(nèi)糧價對國際糧價影響較小。糧食進口和糧食出口對國際糧價的影響均較小，國際糧價對糧食出口和糧食進口的影響均較大。國內(nèi)糧價對糧食進口影響較大，但對糧食出口影響相對較小，國內(nèi)糧價是糧食出口和糧食進口的Granger原因，糧食進口是國內(nèi)糧價的Granger原因，但糧食出口不是國內(nèi)糧價的Granger原因。

國際糧價；國內(nèi)糧價；糧食出口；糧食進口

0 引言

近年來，國際國內(nèi)糧價劇烈波動，糧食價格的劇烈波動直接影響了糧食的供給和需求。我國作為全球第一的人口大國，糧食安全問題一直都是非常重要的問題，并且我國糧食價格波動與糧食安全問題更加復雜，必須置身于一個開放的經(jīng)濟系統(tǒng)中考慮，而糧食國際貿(mào)易是國際間價格傳導的重要渠道[1]。因此，探討我國糧食進出口、國內(nèi)糧價與國際糧價之間的關系，有利于我國充分利用國際國內(nèi)兩個市場來增強市場的穩(wěn)定性和抗擊市場波動風險的能力，穩(wěn)定國內(nèi)糧價，保證我國的糧食安全。

國內(nèi)外已有文獻對中國糧食進出口貿(mào)易與國際糧價、國內(nèi)糧價的關系進行了部分探討。王銳（2012）基于2003年1月至2011年8月的月度數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗等方法，從糧食安全的角度，研究了我國糧食進出口與國際國內(nèi)糧食價格波動的關系[1]。潘蘇、熊啟泉（2011）根據(jù)2002年1月至2010年12月的月度數(shù)據(jù)，運用協(xié)助、誤差修正模型以及脈沖響應函數(shù)等方法分析了入世以來國際糧價對國內(nèi)糧價波動的影響[2]。丁守海（2009）利用Johansen檢驗和VEC模型，考察了大米、小麥、玉米、大豆等四類糧食品種國內(nèi)外價格的傳遞關系，并發(fā)現(xiàn)，無論是長期還是短期波動的角度，國際糧價的變動，都會在相當程度上輸入我國[3]。已有文獻中，較少關注糧食進出口對國際、國內(nèi)糧價的影響，研究方法單一，主要是協(xié)整理論。本文是在已有文獻基礎上，基于VAR模型對我國糧食進出口、國內(nèi)糧價、國際糧價之間的關系進行實證研究。

1 模型與數(shù)據(jù)

1.1 計量模型

本文所使用的計量模型是VAR模型（Vector Autoregression），即向量自回歸模型，該模型通常用于相關時間序列系統(tǒng)的預測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。模型避開了結構建模方法中需要對系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量關于所有內(nèi)生變量滯后函數(shù)的建模問題。向量自回歸模型實際上是向量自回歸移動平均模型（VARMA）的簡化，后者因參數(shù)過多帶來很多問題而少有應用。最一般的VAR模型數(shù)學表達式為：

其中，yt是m維內(nèi)生變量向量，xt是d維外生變量向量，A1…Ap和B1…Br是待估計的參數(shù)矩陣，內(nèi)生變量和外生變量分別有p和r階滯后期。εt是隨機擾動項，其同時刻的元素可以彼此相關，但不能與自身滯后期和模型右邊的變量相關[4]。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文考慮四個變量的VAR模型，四個變量依次是國內(nèi)糧食價格（DPRICE）、國際糧食價格（IPRICE）、中國糧食出口（GEX）、中國糧食進口（GIM）,時間跨度為1991～2011年。

其中國內(nèi)糧食價格選取國內(nèi)糧食零售價格指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》各期。國際糧食價格選取國際谷物糧食價格指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于國際糧農(nóng)組織官網(wǎng)（www.fao.org)。糧食出口用糧食出口量來表示，糧食進口用糧食進口量來表示，單位都是萬噸，1993～2011年數(shù)據(jù)來源于中國農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)（www.agri.gov.cn），1991～1992年數(shù)據(jù)來源于《中國對外經(jīng)濟貿(mào)易年鑒》。另外，為了消除異方差，國內(nèi)糧食價格和國際糧食價格轉化為以1991為基期的定基指數(shù)，然后取對數(shù)，糧食出口和糧食進口直接取對數(shù)。各種檢驗均采用計量分析軟件Eviews5.1。

2 實證結果分析

2.1 單位根檢驗

為了避免對非平穩(wěn)時間序列進行回歸時造成虛假回歸等問題的出現(xiàn)，需要在回歸前對SFDI、SEX、SIM的時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。其中單位根檢驗是時間序列平穩(wěn)性檢驗的一種正式方法。

一般用的最多的方法是ADF檢驗，檢驗方法為：

其中 c為常數(shù)項，δt為趨勢項，Δyt-1、Δyt-2……Δyt-p+1分別為Δyt的滯后各期，εt是白噪聲。檢驗假設為：H0:r=0，H1:r＜0，若接受原假設，則序列yt存在單位根，即yt是非平穩(wěn)的。反之，拒絕原假設，則序列yt是平穩(wěn)的[4]。單位根檢驗結果（如表1）顯示，lnDPRICE、lnIPRICE、lnGEX、lnGIM在5%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)的，對它們進行一階差分后是平穩(wěn)的，所以，lnDPRICE、lnIPRICE、lnGEX、lnGIM都是一階單整序列。

2.2 建立VAR模型

對于lnDPRICE、lnIPRICE、lnGEX、lnGIM這四個具有同樣單位根性質的時間序列數(shù)據(jù)，滿足VAR模型估算的要求，可以進行建模。

考慮到樣本區(qū)間有限，不宜選取較大的階數(shù)，根據(jù)AIC、SC最小原則，選擇最優(yōu)的滯后階數(shù)為3（如表2）。

表2 VAR模型的最佳滯后階數(shù)檢驗結果

當滯后階數(shù)為3時，建立VAR（3）模型如表3。

表3 LOG(IPRICR)的方差分解結果

從表3可以看出，在其他條件保持不變的情況下，滯后一期的國際糧價對國內(nèi)糧價有負向影響，滯后一期的國際糧價每上升1%，則國內(nèi)糧價下降0.0568%。滯后兩期、滯后三期的國際糧價對國內(nèi)糧價有正向影響，在其他條件保持不變的情況下，滯后兩期的國際糧價每上升1%，則國內(nèi)糧價上升0.2241%，滯后三期的國際糧價每上升1%，則國內(nèi)糧價上升0.1268%。

滯后一期的國內(nèi)糧價對國際糧價有正向影響，在其他條件保持不變的情況下，滯后一期的國內(nèi)糧價每上升1%，則國際糧價上升2.3117%。滯后兩期的國內(nèi)糧價對國際糧價有負向影響，在其他條件保持不變的情況下，滯后亮起的國際糧價每上升1%，則國際糧價下降1.8858%。

從VAR模型的估計結果（表略）還可以看出，糧食出口、糧食進口對國際糧價的影響均較小。

2.3 脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)刻畫了一個變量的隨機誤差項的沖擊對每個內(nèi)生變量當期及以后各期的影響。

從圖1、圖2、圖3可以看出國際糧價受到其他因素沖擊的響應。其中，由圖1可以看出，國內(nèi)糧價一個標準差沖擊對國際糧價在第1期有較小的正向影響，約為0.055，第2期有所增加，第3期又減小，第4、5期持續(xù)增加，第6、7期又減小，第8-10期一直增加達到約0.18。由圖2可以看出，糧食出口一個標準差沖擊對國際糧價在第1期沒有反應，第2期有正向反應，第3-5期逐漸增加，第6期又突然下降，從第7期開始反應又逐漸增大。從圖3可以看出，糧食進口一個標準差沖擊對國際糧價在第1期沒有反應，第2期為負向反應，第3期接近于0，第4期為正向反應，第5期又接近于0，從第6期開始轉為負向反應。由此可以得出，國內(nèi)糧價、糧食出口對國際糧價的沖擊較為持續(xù)，且都是正向影響。糧食進口對國際糧價的沖擊較為復雜，正向和負向影響交替出現(xiàn)。

從圖4、圖5、圖6可以看出國內(nèi)糧價收到其他因素沖擊的影響。其中，從圖4可以看出，國際糧價一個標準差沖擊對國內(nèi)糧價在第1期沒有反應，第2-4期逐漸增加，且為正向反應，第5、6期基本保持不變，從第7期開始又逐漸增加。從圖5可以看出，糧食出口一個標準差沖擊對國內(nèi)糧價在第1期沒有反應，第2期為正向反應，約為0.015，第3期增加到0.02，第4期又下降到0.016，第5期增加，第6期下降，從第7期開始又逐期增加。從圖6可以看出，糧食進口一個標準差沖擊對國內(nèi)糧價在第1期沒有反應，第2期為負向反應，約為-0.014，第3期轉為正向反應，約為0.002，從第4期開始又轉為負向反應，且負向反應程度呈增長趨勢。由此可以得出，國際糧價、糧食出口對國內(nèi)糧價的沖擊較為持續(xù)，且都是正向影響，而糧食進口對國內(nèi)糧價的沖擊較為復雜，正負交替，絕大多數(shù)為負向影響。

2.4 方差分解

考察VAR模型時，還可以采用方差分解方法研究模型的動態(tài)特征。其主要思想是，把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量（共m個）的波動（k步預測均方誤差）按其成因分解為各方程新息相關聯(lián)的m個組成部分，從而了解新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性[4]。

圖1 國際糧價對國內(nèi)糧價

圖2 國際糧價對糧食出口

圖3 國際糧價對糧食進口

圖4 國內(nèi)糧價對國際糧價

圖5 國內(nèi)糧價對糧食出口

圖6 國內(nèi)糧價對糧食進口

從國際糧價方差分解的情況來看（如表3），國際糧價自身的影響最大，大約占90.79%，國內(nèi)糧價的影響其次，大約占5.88%，糧食出口的影響占1.83%，糧食進口的影響占1.50%。從國內(nèi)糧價方差分解的情況來看（如表4），國際糧價的影響最大，大約占89.35%，國內(nèi)糧價自身的影響其次，大約占8.07%，糧食出口的影響占1.98%，糧食進口的影響占0.59%。

表4 LOG(DPRICE)的方差分解結果

由此可以得出，國際糧價對國內(nèi)糧價影響較大，而國內(nèi)糧價對國際糧價影響較小。糧食進口和糧食出口對國際糧價的影響均較小。

從糧食出口方差分解的情況來看（如表5），國際糧價的影響最大，大概占81.09%，國內(nèi)糧價的影響其次，大概占7.91%，糧食進口的影響占5.85%，糧食出口自身的影響最小，大概占5.15%。從糧食進口方差分解的情況來看（如表6），國際糧價的影響最大，大概占50.58%，國內(nèi)糧價的影響其次，大約占32.33%，糧食進口自身的影響占12.47%，糧食出口的影響最小，占4.61%。由此可以得出，國際糧價對糧食出口和糧食進口的影響均較大，國內(nèi)糧價對糧食進口影響較大，但對糧食出口影響相對較小。

表5 LOG(GEX)的方差分解結果

表6 LOG(GIM)的方差分解結果

2.5 Granger因果檢驗

Granger因果檢驗的基本思想是，已知時間序列xt、yt，若有回歸模型：

H0：x 不 是 引 起 y 變 化 的 Granger原 因 ，即 H0：β1=β2=......=βq=0

對三個變量作因果檢驗，Granger因果檢驗具體結果見表7。

從表7可以看出，國際糧價、國內(nèi)糧價、糧食出口、糧食進口之間的因果關系。在這四個變量中，國內(nèi)糧價是糧食出口的Granger原因，國內(nèi)糧價也是糧食進口的Granger原因，糧食進口是國內(nèi)糧價的Granger原因。而其他變量間均不存在相互的Granger原因。

表7 Granger因果檢驗結果

3 結論

本文是在已有文獻基礎上，基于VAR模型對我國糧食進出口、國內(nèi)糧價、國際糧價之間的關系進行實證研究。結果表明，國際糧價對國內(nèi)糧價影響較大，而國內(nèi)糧價對國際糧價影響較小。糧食進口和糧食出口對國際糧價的影響均較小，國際糧價對糧食出口和糧食進口的影響均較大。國內(nèi)糧價對糧食進口影響較大，但對糧食出口影響相對較小，國內(nèi)糧價是糧食出口和糧食進口的Granger原因，糧食進口是國內(nèi)糧價的Granger原因，但糧食出口不是國內(nèi)糧價的Granger原因。

可以看出，我國糧食進出口貿(mào)易對國際糧價的影響還相對有限，糧食進口和糧食出口均不存在“大國效應”，但是，國際糧價的波動對我國糧食進口和糧食出口卻有較大影響。同時，國內(nèi)糧價的波動也對我國糧食進口和糧食出口有一定的影響。因此，我國應該密切關注國際和國內(nèi)糧食市場，合理進口糧食，適當發(fā)展糧食出口貿(mào)易，保障國內(nèi)糧價的穩(wěn)定，從而保障我國的糧食安全。

[1]王銳.我國糧食進出口與糧食價格關系的實證研究——基于糧食安全的角度[J].廣東商學院學報，2012（,1）.

[2]潘蘇,熊啟泉.國際糧價對國內(nèi)糧價傳遞效應研究——以大米、小麥和玉米為例[J].國際貿(mào)易問題，2011（,10）.

[3]丁守海.國際糧價波動對我國糧價的影響分析[J].經(jīng)濟科學，2009,（2）.

[4]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應用[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2002.

F125

A

1002-6487（2013）14-0118-04

湖北省教育廳人文社科項目（2012Q172）；武漢工業(yè)學院校立重點課題（2012D06）

王新華（1980-），男，湖北潛江人，副教授，研究方向：國際貿(mào)易與投資。

(責任編輯/易永生)